“一带一路”倡议下对外直接投资效应分析

丁 杰

(福建江夏学院 金融学院, 福建 福州 350108)

一、引 言

自2013年习近平总书记提出“一带一路”倡议以来,在共商、共建、共享原则指导下,截止2018年底,中国已累计与100多个国家签署了172份合作文件,同40多个国家建立了双边产能与投资合作机制,政府间合作互动呈现一派繁荣之象。中国与“一带一路”沿线国家在“五通”,即政策沟通、贸易畅通、设施联通、资金融通、人心相通等方面的合作有效提高了沿线国家的投资便利化水平,使沿线国家的投资环境更具吸引力[1-2]。2014—2017年,中国对“一带一路”沿线国家直接投资由136.6亿美元增至167.1亿美元,年均增长率7.0%,高于同期中国对外直接投资(OFDI)的年均增长率2.4%。2018年,中国全行业对外直接投资增长4.8%,其中向沿线国家直接投资同比增长8.9%,“一带一路”倡议逐步从“大写意”转变到“工笔画”阶段。“一带一路”倡议将成为引领国内国际双循环新发展格局的重要实践路径[3-4]。近年来,中国企业“走出去”步伐的加快和“一带一路”倡议的深入推进引起了国内外学者对中国对外直接投资,尤其是对“一带一路”沿线国家直接投资的探讨。学者们纷纷从宏观、中观、微观层面对OFDI的区位、行业、时机选择机制及OFDI对经济增长、产业升级和企业目标实现的影响展开一系列研究。其中,对外直接投资区位选择和影响因素分析是众学者研究的重点领域。但是通过考量沿线国家的异质性,研究对外直接投资效应的文献却显得欠缺,难以形成系统的研究思路。

自1960年S.H.Hymer提出“垄断优势理论”,开创对外直接投资研究先河以来,对外直接投资理论在Raymon Vernon的产品生命周期理论(1966)、PeterJ.Buckky的内部化理论(1976)、John H.Dunning的国际生产折衷理论(1977)和投资发展阶段理论(1982)以及Sanjaya Lain的技术地方化理论(1983)的提出下不断完善和发展。传统理论主要从市场拓展、资源获取、效率寻求等经营扩张的角度对OFDI的影响因素进行分析。随着研究的细化和深入以及企业对外直接投资行为的转变,基础设施、税收优惠、投资补贴、工资水平等成本因素,出口限制、关税及非关税壁垒等限制条件,贸易摩擦、经济稳定、政治风险等经营风险因素渐渐进入了研究者的视角[5-6]。21世纪以来,全球新一轮投资体制规则的变迁和国家间对外商直接投资的竞争引起了学者对制度质量、投资便利化条件、政府效率、意识形态、金融中心等国家软要素的关注[7-10]。此外,还有一些学者基于国别特殊性或行业特殊性,将华人网络[9]、政府承诺[11]、资源政策[12]、能耗技术[13]等因素纳入研究范围,使研究结果更具针对性和指导意义。

结合中国对外直接投资目标国的广泛性和目标行业的复杂性,学者多从特定行业或区域出发,对其中的机制进行探讨。霍忻[14]运用主成分分析方法进行研究,结果显示,基础经济因子、投资环境因子和经营成本因子是影响我国对外直接投资发展的主要因素。王文娟[15]通过对中国物流业对外直接投资进行分析发现,较高制度质量、较近的制度距离和较低的通胀率都能有效拉动物流企业的对外直接投资。康琰[16]研究中资企业赴越南的投资行为发现,东道国消费能力、汇率、开放程度等均对中资企业对外直接投资有影响。方国君[17]通过将非洲国家划分为高收入和低收入国家并进行分析发现,中国对两者对外直接投资分别属于市场寻求型和资源寻求型范畴。

“一带一路”倡议提出以来,有关中国向“一带一路”沿线国家对外直接投资的研究日益增多。周德才等[18]选择13个“一带一路”国家2006—2015年的面板数据,使用动态面板门限模型(DPT)研究发现,沿线国家金融发展程度在我国对其直接投资方面存在积极的门限效应,“一带一路”沿线国家的政治和经济因素也显著影响着我国对其直接投资。张丽[19]运用拓展引力模型进行实证分析发现,地理距离、东道国GDP、劳动市场效率和技术准备水平对中国向“一带一路”沿线国家直接投资具有显著影响,其中地理距离为反向影响,其余变量为正向影响。王颖[20]运用拓展引力模型就中国对“一带一路”沿线国家投资的影响因素进行实证分析发现,东道国市场规模、东道国人均收入水平以及东道国资源禀赋是影响中国企业对其投资的主要因素,且中国对“一带一路”沿线国家直接投资的影响因素差异较大。张亚斌[2]借助主成分分析法对投资便利化指标进行测算发现,“一带一路”沿线东道国投资便利化水平的提升可显著拉动中国对其投资。熊彬[21]运用2005—2015年中国对沿线48个国家直接投资的数据构建空间面板模型,实证结果证实了第三国效应的三种来源:中国对外直接投资的集聚效应、第三国市场潜力和第三国不可测因素的显著影响。

通过上述文献分析可知,关于中国对外直接投资区位选择的相关研究已经相当丰富,但是这些研究视角仍没有全面解释中国OFDI,尤其是向“一带一路”沿线国家OFDI的诸多新现象和新因素。投资诱发组合要素理论认为,投资直接诱发要素和间接诱发要素相互作用促使对外直接投资。资源、技术、管理及信息知识等属于直接诱发要素,鼓励投资的法规、政策、与东道国的协议和合作关系等属于投资国间接诱发要素,东道国政局稳定性、外资引进的优惠政策、基础设施建设、对外法规是否完善等属于东道国间接诱发要素[22]。现有研究多是以东道国的间接诱发要素为切入点,在前人研究的基础上将研究对象变为沿线国家,较少考虑母国层面的间接诱发因素,而政府对国际投资的规划、管理、引导已日渐成为政府的重要工作内容[23]。政府通过外交活动加强与东道国关系、提升母国在国际社会上的影响力,也可以为母国企业海外投资创造机会并提供安全保障[24-26]。中国企业海外生产经营的大规模、低成本特性使其OFDI行为更加依赖于政府推动。“一带一路”倡议作为一项重大政府行动,其提出加强了中国与沿线各国的联系和合作,并通过在巴基斯坦、泰国等国建立境外经贸合作区,提供信息交流平台等中介服务,开展基础设施建设合作等方式,鼓励、促进中国企业向沿线国家直接投资。在现有研究基础和“一带一路”倡议背景下,本文基于2009—2017年全球176个国家的面板数据,采用双重差分法(DID),深入研究“一带一路”倡议的对外直接投资效应,并对投资效应的异质性和作用机制进行分析探讨,以期为“一带一路”倡议走深走实提供经验支持和政策建议。

本文跳出了东道国范畴,从区域经济合作的角度出发,以“一带一路”沿线国家的投资发展为切入点,试图探讨外商投资对不同经济体的影响程度,根据区域差异性进行投资产生的影响异质性有哪些?外商投资产生的影响机理是什么?尝试回答如何合理运用外商投资,促进“一带一路”沿线国家的协作发展,并推动产业转型升级,加快优势互补,促进产业链的重新布局。本文核心的创新点是将不同经济区域与不同经济走廊投资效应作比较,加速沿线国家的经济融合,提升国际国内双循环力度,并为后续的投资策略提供借鉴。文章在176个国家9年的样本数据的基础上,采用双重差分法,将个体效应和时间趋势效应加以控制,更准确地测量“一带一路”倡议的政策效应,增强研究结果的准确性和有效性。本文可能的边际贡献如下:第一,研究视角创新。外商投资的影响有不少学者研究,但是跳出东道国范畴,分析经济联盟不同区域经济体影响的差异性的较少;特别是在“双循环”背景下,通过提升外部区域的经济协作和优势互补,基于双边政治关系理论,将重点聚焦在“一带一路”沿线国家对外直接投资效应差异性上。第二,研究方法创新。在应对全球疫情,促进经济复苏的关键时期,掌握“一带一路”沿线国家对外商投资效应的差异性,对于加速“一带一路”区域经济体的协作,带动中国企业的转型升级、技术共享、资源互补有良好的促进作用。第三,研究结果创新。通过分析前人成果,总结投资异质性的影响机制,从而寻找有效投资路径。本文通过吸纳学界对于“外商投资”效应分析的系列成果,在参考现有文献按国家所属区域和经济发展水平进行异质性分析的基础上,按经济发展潜力、经济稳定性和廉价劳动力进行分类,全面阐释“一带一路”倡议对外直接投资效应的异质性,为加速推进区域经济体的合作提供全面的经验支持;探究了“一带一路”倡议对外直接投资效应发挥的潜在机制,发现基础设施和独特优势可能是促进中国向沿线国家投资的两条有效路径,从而得出在“一带一路”倡议下,区域内政治合作对低人均GDP、高GDP增长率、高通胀率的新兴发展中国家的促进作用更大。

二、文献与假设

(一)“一带一路”倡议的对外直接投资效应

从全球范围来看,“政经两热”日益成为国家关系主流,外交逐渐成为国家间开展经济合作的重要手段。良好的政治互信,有利于降低两国的交易成本,减少交易的不确定性,进而促进双边经济合作的顺利开展;领土争端、军事冲突、干涉内政等负面的政治关系对两国间的经贸活动会产生阻碍作用[27-29]。两国元首和非元首通过会晤及电函沟通等方式,在外交活动中达成投资合作计划、人员通关、交通运输、货币结算、友好关系联合声明等经济类外交成果文件,通过签订投资协议、提高投资便利化、降低投资风险、给予投资优惠政策、扩大投资合作领域等对OFDI产生直接和间接的正向影响效应[30]。基于双边政治关系的研究表明,双边贸易协定、自贸区、东道国的免签资格等可有力促进两国间的国际投资[31-32]。国家间的外交事务和外交活动是衡量双边政治关系的重要因素。研究表明,设立领事馆、派驻经贸团、驻外大使等外交行为可提升本国贸易额[33-34],且这种经贸促进效应在发展中国家更明显[35]。郭烨等人[36]研究发现,中国国家主席和国务院总理与“一带一路”沿线国家的双边高层会晤对中国对外直接投资具有显著积极作用。闫雪凌等人[27]的研究还表明,中国领导人出访效应大于东道国领导人来访效应,且领导人访问的当期促进效应逐渐增强。

本文主要研究“一带一路”倡议的对外直接投资效应。“一带一路”倡议提出的五年多来,我国与塔吉克斯坦、匈牙利、以色列、埃塞俄比亚和马达加斯加等30个“一带一路”国家外交关系级别得到明显提升;2017年新签约50份“一带一路”框架下的各类合作协议,占五年来已签署协议总数的近一半,战略、政策对接和经贸合作等类型的协议占比达50%;《一带一路大数据报告2018》显示,在国家间外交关系方面,我国与56.34%的“一带一路”沿线国家保持战略伙伴及以上的关系级别;各国政府根据国情,积极对接“一带一路”倡议,如俄罗斯“欧亚经济联盟”、蒙古“发展之路”、哈萨克斯坦“光明之路”等。双边友好的政治关系作为一种强大的政治保障,可以为本国企业对外投资创造机会并提供政治保护[37]。由此,本文提出假设1。

假设1:“一带一路”倡议可以促进中国对“一带一路”沿线国家的直接投资,即具有正的对外直接投资效应。

(二)“一带一路”倡议对外直接投资效应的异质性

《中国“一带一路”贸易投资发展研究报告》显示,中国在“一带一路”沿线国家和地区的合作伙伴较为集中,截至2017年底,中国在东南亚地区直接投资存量为818.6亿美元,占中国在“一带一路”沿线国家和地区投资存量总额的56.0%。整合政策执行理论认为,当政策执行是由多个组织共同参与时,组织内部的层级关系和组织间的合作关系是否协调都将直接影响政策执行的效果[38]。“一带一路”倡议及其框架下合作协议的执行效果与政策合理性、明晰性、复杂度、协调性等政策层面因素,执行组织素质、执行制度质量等执行主体因素,政策目标群体的了解程度、认知水平、接受程度以及政策执行所需要的信息、人力、资金等资源因素息息相关。“一带一路”沿线国家众多,经济发展、制度建设、投资环境等差异明显,各国对“一带一路”倡议的利益诉求异乎不同,对外商投资的准入限制、管理规则、保护和支持政策也不尽相同,这势必会影响企业对“一带一路”倡议和政府间合作的响应程度。中国企业对“一带一路”沿线国家投资时会面临来自东道国在政治、经济、社会等各方面的投资风险,这些风险会导致企业投资福利的损失,影响合作基础[39]。相关研究也表明,“一带一路”倡议对中国对非邻国的出口促进效应大于对邻国的出口促进效应,对“一路”国家的出口促进效应大于对“一带”国家的出口促进效应[40];对中巴、中西亚、孟中印缅、中蒙俄经济走廊的基础设施效应显著于新亚欧大陆桥走廊,对发达国家、新兴市场国家的基础设施效应显著于其他发展中国家[41]。据此,本文提出假设2。

假设2:“一带一路”倡议的对外直接投资效应具有异质性。

(三)“一带一路”倡议对外直接投资效应的作用机制

共建“一带一路”倡议的重要核心内涵是促进基础设施建设和互联互通,国际基础设施合作有助于推进沿线国家的经贸往来、文化交流和民心相通。能源设施、交通设施、通信设施是企业投资经营需考虑的重要条件[42-43],基础设施的改善也有助于提升中国对外直接投资的效率[44]。然而,“一带一路”沿线发展中国家交通、电信等基础设施不完善的现实成为倡议深入推进亟待解决的障碍因素,加上中国在基础设施建设方面的人才和技术优势,“基建先行”也就成为倡议实施的理性和现实选择。《2018年度“一带一路”国家基础设施发展指数》显示,2014年以来,尤其是2017和2018年度,“一带一路”沿线国家基础设施指数大幅提升。现有实证研究也表明[41],“一带一路”倡议显著促进了沿线国家的基础设施建设水平。其次,基础设施合作项目往往具有金额大、周期长、风险高的特点,项目建设的复杂性决定其开展离不开上下游企业、银行、咨询公司等关联企业的支持。随着中国与沿线国家基础设施合作的推进,上下游配套企业和服务机构也纷纷跟随项目承建公司,在“一带一路”沿线国家设立分支机构、开展合并收购等一系列投资行为。由此,本文提出假设3。

假设3:“一带一路”倡议可通过基础设施路径发挥其对外直接投资效应。

企业在投资过程中可能会遇到来自东道国严格的管制、市场准入与签证程序等投资障碍,并面临东道国制度不完善问题。良好的政治互信作为一种替代性的制度安排[45],能以国家力量为背书,从高层制度出发解决问题,为企业在东道国投资争取相应保护[46]。在友好正式的双边政治关系中,地方政府能通过双方社会资本的合作,赋予企业一种新的所有权优势,能够有效地降低企业投资风险,显著提升企业对外直接投资的成功率[47]。“一带一路”倡议提出以来,中国政府借助政治外交促进经贸合作的努力一直都没有断过,通过与沿线国家,尤其是开放水平不高、制度建设不完善、对外商投资限制较多的沿线国家举行投资论坛、签署投资合作文件等方式,增进双边了解、降低投资门槛、进行正式制度安排[48],不仅将这些国家拉入中国企业的投资视野,更让中国企业在投资指导、设立流程、资金支持、人员入境等方面得到更多便利。例如,坦桑尼亚旨在通过人才培训、人员交流、成立科研中心、搭建投资平台等方式促进与中国在矿业投资领域的合作,阿布扎比也出台了中国公民落地签证及后续政策以加强中阿双方的经贸交流。相关便利措施的出台使得中国企业相比于他国企业在“一带一路”沿线国家的投资设立、生产经营、风险防范更具优势,不仅降低了中国企业投资门槛和生产经营风险,而且形成了中国企业在沿线国家投资经营的独特优势,“护城河”效应的发挥变相提高了他国竞争者在沿线国家的投资经营难度。在以国家信用为区域合作背书的基础上,提升了营商环境的稳定性,加强技术转移与人员交流的效率,重新定义企业所有权;结合“五通”的作用机制,加强了对外直接投资的促进作用,形成了区别于他国的投资和经营优势,实证结果显示,“五通”政策在沿线国家中的实践效果更强[49],大大降低投资风险,提升企业对外投资的成功率,形成了独特优势路径。由此,本文提出假设4。

假设4:“一带一路”倡议可通过独特优势路径发挥其对外直接投资效应。

三、研究设计

(一)计量模型设定及数据说明

评估某项政策影响效应的传统方法是将该政策的实施用虚拟变量表示,回归分析该政策的效应。但该方法在本研究中并不适用,因为“一带一路”倡议从2013年被首次提出,相关配套政策、时间趋势等因素的影响会掺杂在年份虚拟变量中,所得回归结果并非纯粹的政策效应。因此,本文参考Nancy等(2008)经典文献的做法,采用当前通用的政策评估工具——双重差分法,设计计量模型式(1)来分析“一带一路”倡议的对外直接投资效应。

ODIi,t=βTreati×Postt+γZi,t+δi+μt+εi,t

(1)

其中,被解释变量ODIi,t表示中国在t年份向i国的直接投资流量。Treati为判断国家i是否为“一带一路”沿线国家的虚拟变量,若是,则取值为1,为实验组,若不是,则取值为0,为控制组。Postt是代表政策发生的虚拟变量,当Postt=1时,表示t年份为政策冲击发生的年份,本文即指“一带一路”倡议提出后的年份。鉴于“一带一路”倡议于2013年9月提出,故本文将2014—2017年设定为Postt=1,将2009—2013年设定为Postt=0。交乘项Treati×Postt表示政策效应的核心解释变量,β则测量了“一带一路”倡议对中国向沿线国家直接投资的净影响。Zi,t表示其他可能影响OFDI的控制变量,笔者根据现有研究成果及中国对外直接投资的特殊性,选取东道国资源禀赋、经济发展水平、廉价劳动力、制度质量、市场发展潜力和经济稳定性作为控制变量。其中,为了对制度质量进行综合有效的评估,本文选择政府效率、制度质量、法律法规等6个指标,利用主成分分析法借助SPSS软件进行制度质量的综合测算。δi表示国家固定效应,μt表示时间固定效应,εi,t为随机误差项。各变量的具体定义及其他信息详见表1。

表1 变量汇总

本文选取2009—2017年的年度数据,由于部分国家的数据可得性的原因,选取63个“一带一路”沿线国家作为实验组,113个非“一带一路”沿线国家为处理组,在数据处理过程中采用均值法、多重插值等方法对少量缺失数据进行补充,进行winsorize缩尾处理后得到平衡面板数据。各个变量的描述性统计见表2。

表2 各变量描述性统计

(二)PSM-DID实证检验

为证实控制变量的稳健性,引入INS、LNRU、GDPG和LNNR四个控制变量,进行一阶稳健性检验。通过最近邻匹配一阶匹配、半径一阶匹配和核一阶匹配3种方法分析模型显著性,分析结果显示其DID回归结果皆不显著。因此,对控制变量进一步剔除和添加,进行二阶匹配。将INS、LNRU、GDPG、LNNR、c.LNNR#c.INS、c.LNNR#c.LNNR、c.GDPG#c.LNRU、c.LNNR#c.LNRU、c.INS#c.INS、c.LNRU#c.LNRU十个变量引入,对协变量的取值进行二阶稳健性检验。

二阶匹配前后的协变量均值变化及效果图如表3和图1所示。经过匹配后,多数协变量的特征值差异较小,匹配效果较合理。除了GDPG、c.LNNR#c.LNNR、c.GDPG#c.LNRU、c.INS#c.INS以外的协变量的%bias值均小于15%,且匹配后的%bias值明显小于匹配前。匹配后%bias值的绝对化取值相比于匹配前都大幅下降,下降的幅度为46.8%～480.1%;协变量的t值在显著性水平上显著,均不拒绝“两组间的协变量取值不存在系统性偏差”的原假设。

除GDPG和c.GDPG#c.LNRU这两个协变量外,其余

图1 二阶匹配前效果图

对比匹配前后两条密度曲线图,如图2、图3所示。两组数据的偏差都较大,但是经过匹配后,两组数据的偏差相比于匹配前得到了进一步地缩小。从一定程度上可以说明匹配对于数据的处理有一定效果。

图2 二阶匹配前密度图

图3 二阶匹配后密度图

利用PSM后的样本进行DID回归,并将回归结果与基准回归结果进行比较。如表4所示,模型(1)是针对解释变量和被解释变量而进行的一元回归,没有加入控制变量,DID项系数为正数,且在10%的显著性水平上显著,说明“一带一路”倡议的政策效应对中国对外直接投资流量有显著影响。模型(2)利用PSM进行稳健性检验后,进行DID二阶回归分析。经过多次变量的剔除与添加,可得二阶匹配后的处理组、对照组剔除了内生性问题。加入了控制变量后,DID项系数为正数,且在5%的显著性水平上显著,说明“一带一路”倡议的政策效应和一系列控制变量对中国对外直接投资流量存在正向影响,其结果贴合经济事实。

表4 中国对外直接投资流量影响的回归结果

针对控制变量,通货膨胀率对中国对外直接投资流量呈正相关关系,且在5%的显著性水平上显著。随着通货膨胀率的增加,我国的物价上涨,导致出口成本增加,引起出口商品的减少和进口商品的增加,从而对外汇市场上的供求关系发生影响,使得中国对外直接投资流量增加。GDP增长率对中国对外直接投资流量呈负相关关系,且在1%的显著性水平上显著。自“十三五”规划以来,中国GDP增长率持续降低,经济由以往的“增量”逐步向“提质”发展。结合国内经济趋势与世界经济现状,中国GDP增长率的放缓意味着GDP质量的提升,而稳定高质量的经济发展状况也会促进经济活力,增加中国对外直接投资流量的份额。

DID模型能较为准确地估计政策效应需满足三个基本假设[41],即政策冲击时间随机性、实验组和对照组选择随机性及共同趋势假设。对于“一带一路”沿线国家而言,其无法控制“一带一路”倡议提出的时间,因而满足了政策冲击时间随机性假设。而由于我国是出于对经济发展、国家关系、历史渊源等多方面的考虑才提出的“一带一路”倡议,实验组选择的随机性假设难以满足,本文将通过在模型中加入个体效应,以控制国家间不随时间变化的差异,并加入人均GDP、制度质量等控制变量,以减轻国家间随时间变化的差异。所谓共同趋势假定即要求在政策发生时间点之前,处理组和控制组随时间变化的趋势大体相同。通过构造模型式(2),可以直观准确地对中国在倡议提出前在沿线国家和非沿线国家的投资差异进行测算。

OFDIi,t=β1Treati×Year2010+β2Treati×Year2011+β3Treati×Year2012+β4Treati×Year2013+δi+μt+εi,t

(2)

其中,Year2010-Year2013分别表示2010—2013年的年份虚拟变量,β1～β4表示中国在这些年份对沿线国家和非沿线国家投资差异的系数。若系数显著,则代表在“一带一路”倡议提出前,中国对沿线和非沿线经济体的直接投资就存在差异,即不满足共同趋势假定。回归结果见表5,β1～β4均不显著,即在倡议提出前的各个年份,中国对沿线和非沿线国家的投资流量均无显著差异,共同趋势检验通过。

表5 共同趋势假设检验

综上,本文数据基本满足DID基本假设,接下来,笔者将使用stata14.0软件完成相关数据操作,对“一带一路”倡议的对外投资影响效应进行实证分析。

四、总体回归分析

本文先后利用混合模型、随机模型和固定效应模型进行回归分析,并进行了异方差、LM、Hausman等检验,最终确定本样本适用随机效应模型。表6展示了回归结果,其中,Trate×Post是本文关注的重点变量,若其系数显著为正,则表示“一带一路”倡议显著促进了中国向“一带一路”沿线国家的投资,显著为负则说明政策存在显著的抑制效应。模型(1)和(2)均是将所有沿线国家进行整体回归,结果显示,无论是否加入控制变量,倡议对中国向沿线国家直接投资的影响效应为正,但均不显著。这在一定程度上佐证了本文假设1的正确性。东道国的制度质量与中国对其直接投资成正比,说明中国企业在进行OFDI区位选择时注重政府效率、法律法规等软条件对其生产经营的影响;而东道国资源禀赋的系数显著为负则说明,现阶段中国企业对外投资并未表现出明显的资源寻求倾向,有力抨击了将“一带一路”倡议视为“掠夺经济学”的“中国威胁论”言论。值得注意的是,不同于2014年之前的研究结果[50-51],也不同于仅将“一带一路”沿线国家作为研究对象的研究结论[20-21],人均GDP、经济增长率、通货膨胀率等控制变量的影响作用亦不显著。

表6 “一带一路”倡议的对外直接投资效应

政策实施往往受实施力度、配套政策、政府经验等因素的影响而无法收到立竿见影的效果,故其影响效应存在时间上的变化趋势,鉴于此,本文通过构造政策效应与时间的交乘项,设计了以下模型:

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Year2014+β2Treati×Postt×Year2015+β3Treati×Postt×Year2016+β4Treati×Postt×Year2017+γZi,t+δi+μt+εi,t

(3)

其中β1～β4分别表示在2014—2017年这四个年份“一带一路”倡议的影响效应,模型式(3)的回归结果见表6,显示“一带一路”倡议的对外直接投资效应虽有逐年增大的趋势,但在各个年份仍然不显著,模型式(4)中加入相关控制变量后回归仍显示相同结果。这说明从“一带一路”沿线国家整体来看,“一带一路”倡议的对外直接投资效应虽然为正,且其促进作用有随合作推进逐渐加强的趋势,但总体是不显著的。

五、异质性研究

为验证假设2,本文参考现有研究成果[35,40-41],基于总体分析其中部分控制变量不显著的问题。根据前人的研究经验来看,外商直接投资与城市经济增长之间呈现非线性关系,但具有明显的区域异质性特征[52],OFDI对区域固定资产投资均具有显著的倒U型空间效应,并且区域内的影响远大于区域间的影响,存在明显的区域化现象[53],同时在东南亚南亚、中亚西亚和中东欧地区国家之间存在区域异质性[54]。

因此,将“一带一路”沿线国家按照区域和特征进行细分,分类探讨政策效应。

(一)区域异质性

首先,本文将“一带一路”沿线国家细分为六大经济走廊,即中南半岛、中巴、中蒙俄、中西亚、孟中印缅、新亚欧经济走廊,各经济走廊布局见表7,以分析“一带一路”倡议背景下对外直接投资效应的区域性差异。

表7 六大经济走廊布局

表8回归结果显示,倡议对中巴经济走廊的促进作用最大,其次为中南半岛经济走廊,对中蒙俄经济走廊虽具有促进效应,但效应并不显著,对中西亚、孟中印缅经济走廊有轻微但不显著的抑制效应,而对于新亚欧经济走廊则具有显著的抑制作用,佐证了本文假设2。中南半岛在历史上就与我国联系紧密,加之我国与东盟的各项合作机制及其蕴含的巨大市场潜力,新加坡、印度尼西亚、马来西亚等国一直是我国对外直接投资的重要区域。“一带一路”倡议提出以来,中国与新加坡第三方市场合作备忘录的签署、印尼等国外国直接投资咨询部的设立以及其他配套支持的完善都催化了倡议促进效应的发挥。反观新亚欧经济走廊,由于中国企业向其直接投资经验不足,银行、保险等金融配套服务亦不健全,加上区域政治、汇率风险的存在以及部分国家出于参与倡议对其与欧盟关系影响的担忧,影响了“16+1合作”及地方省市合作对企业投资的刺激;加上其他经济走廊投资机制的改善,减小了新亚欧经济走廊的投资吸引力,加强了其投资环境的相对劣势,对中国向其直接投资形成了一定的挤出效应,故表现出政策的抑制效应。

本文进一步分析了“一带一路”倡议对各经济走廊影响效应的时间走势,回归结果见表8。从时间趋势分析可以看出,倡议对经济走廊的政策促进作用正在逐渐显现。具体表现为,对中南半岛、中巴和中蒙俄经济走廊政策促进作用显著性和力度逐渐增大,对新亚欧经济走廊抑制作用逐渐减小。中西亚经济走廊作为世界石油宝库和全球最重要的能源输出地,“资源诅咒”效应明显,宗教、军事、文化状况复杂,政治、经济、大国博弈风险较大,因此中国对其投资主要集中在阿联酋、以色列、哈萨克斯坦等少数国家的能源和基建领域。可能是由于投资分布的国别集中性和行业集中性,中国向中西亚经济走廊的投资易受我国对外投资政策、产业政策、东道国经济和政治状况等因素的影响而呈现出较大的波动性,从而影响“一带一路”倡议直接投资效应的稳定发挥。

表8 按经济走廊分析“一带一路”倡议的政策效应

结合经济走廊的政策效应分析了政策上的时滞效应,见表9。因经济走廊的经济发展规模、政治形势、人才技术资源的异质性,对政策的传导时滞也具有差异性。从表9中可以看出,国家间的政治战略合作,政治稳定性加速了经济要素的传导,但对政策的反应速度不同。

表9 按经济走廊分析“一带一路”倡议的时滞效应

(二)特征异质性

现有关于国家特征异质性的研究大多是直接基于人均GDP将国家分为发展中国家和发达国家[41],但这一单一的划分标准并不能全面解释中国企业对外投资行为的复杂性。于是,本文在人均GDP分类的基础上,考虑到总体分析中出现的市场发展潜力、经济稳定性、廉价劳动力对中国对外直接投资的影响效果不显著,与现有研究成果有差异,按照人均GDP、GDP增长率、通货膨胀率、农村人口占比的大小将全部样本分为两组,分别测算其倡议的政策效应并进行对比。

“一带一路”倡议对不同特征国家的政策效应见表10,分类指标后缀“-L”及“-H”分别表示此类指标下的低值组和高值组。结果显示,倡议对中国向沿线国家对外直接投资的影响效应在低经济发展水平、高GDP增长率、高通货膨胀率、劳动力廉价的国家更大且更显著,佐证了本文的异质性假设2。这也从一定层面上解释了总体分析中出现的经济发展水平、市场发展潜力、经济稳定性、廉价劳动力对中国对外直接投资的影响效果不显著,与现有研究成果有差异。原因可能是“一带一路”倡议的提出改变了东道国经济发展水平、经济稳定性等因素对中国对外投资的作用力。以经济发展水平为例,企业本倾向于投资于经济发展水平更高、消费力更强的国家,即经济发展水平对对外直接投资的影响应显著为正,而倡议的提出以及相关支持政策的完善提高了“一带一路”沿线经济发展水平较低国家的投资吸引力,进而导致经济发展水平对对外直接投资的影响作用变得不显著。即“一带一路”倡议的提出弱化了经济发展不稳定、居民消费水平不高等因素对吸引中国对其直接投资的负面作用,而加强了市场发展潜力和廉价劳动力等因素的正向作用。所以说,“一带一路”倡议引导我国对外投资更多流向不发达、发展尚不稳定但具有较大市场发展潜力的新兴经济体,这既符合使中国发展红利惠及更多不发达国家的倡议初衷,也符合中国企业实现长足发展的利益诉求。

表10 不同类型国家的政策效应

六、机制探讨

(一)机制探讨

为验证假设3和4,本文设计了以下模型。其中,Porti,t表示东道国i在t年份的基础设施水平,考虑到本文所选样本中包含许多基础设施不完善的不发达国家,并基于交通运输设施在基础设施中的重要和基础地位,本文用港口基础设施质量作为其代理变量,其值越大表示基础设施水平越高;Resi,t表示东道国i在t年份对外商直接投资的限制程度,其值越大表示限制越小。β1和β2则是两交乘项的相关系数,若基础设施路径假设成立,β1应显著为正,即“一带一路”倡议通过提高基础设施水平显著促进政策效应的发挥;若独特优势路径假设成立,即“一带一路”倡议的提出以及双边政治关系的加强,赋予中国企业在“一带一路”沿线国家独特的投资经营优势而促进中国企业对其投资,那么“一带一路”倡议及配套政策作为一种替代性的制度安排,在制度相对不完善、对外投资限制严格的国家应该会发挥更大的促进作用,即β2应显著为负。

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Resi,t+β2Treati×Postt+β3Treati×Resi,t+β4Postt×Resi,t+γZi,t+δi+μt+εi,t

(4)

OFDIi,t=β1Treati×Postt×Porti,t+β2Treati×Postt+β3Treati×Porti,t+β4Postt×Porti,t+γZi,t+δi+μt+εi,t

(5)

模型式(1)和式(2)展示了机制检验的回归结果如表11所示,模型式(1)回归结果显示,β1和β2均在99%的置信水平上显著,且两系数值在加入了控制变量的模型式(2)中依旧显著,佐证了本文的猜测,即基础设施机制和独特优势机制很可能是“一带一路”倡议发挥对外直接投资促进效应的两条路径。

表11 机制检验和单差法稳健性检验

(二)稳健性检验

本文已在使用双重差分法之前进行共同趋势等检验,初步保证了模型的适用性和结论的可信度。为了进一步检验结果的稳健性,本文还通过传统的处理方式“单差法”检验“一带一路”倡议的直接投资效应,回归结果见表10的模型式(3)和模型式(4)。在控制了其他变量和国家效应以后,“一带一路”倡议的估计系数均显著为正,且在系数值和显著性方面都远高于表5中使用双重差分法所得到的结果。这说明,采用“单差法”虽然能在一定程度上体现政策效果,但由于未考虑时间效应,导致其高估了“一带一路”倡议对中国向沿线国家直接投资的增进作用,因此,采用双重差分方法得出的结论更为可信。

此外,本文还将对外投资存量作为被解释变量,进行全样本、分区域、分国家类型回归和时间趋势检验,限于篇幅,本文仅在模型(1)—(8)展示部分结果如表12所示。可以看出,使用对外投资存量所得结果与使用对外投资流量时基本相同,只是在数值大小上有些许差异,佐证了上文研究结论的可靠性。

表12 倡议对中国对外直接投资存量的影响效应

七、结论与启示

“一带一路”倡议提出9年间,愿景和理念迅速转化为行动和成果,为参与国人民带来了实实在在的福祉。文章基于全球176个国家2009—2017年的样本数据,通过构建双重差分模型,借助主成分分析等方法,对“一带一路”倡议的对外直接投资效应进行探究。首先,实证分析结果显示,“一带一路”倡议的对外直接投资效应为正且具有随时间逐渐增大的趋势,但总体作用效果并不显著。其次,进一步的区域异质性和特征异质性分析表明,“一带一路”倡议的政策效应对中国向中南半岛经济走廊和中巴经济走廊直接投资的影响效应显著为正,对中蒙俄、中西亚、孟中印缅经济走廊的影响效应不显著,对新亚欧经济走廊的影响效应则显著为负;倡议促进中国对外投资更多投向了经济发展不稳定、消费水平不高、经济增长潜力大的新兴发展中国家。在一定层面上说明“一带一路”倡议弱化了沿线新兴发展中国家投资环境的相对劣势、强化了其相对优势。再次,对对外投资效应作用机制进行探讨和检验结果发现,倡议通过提升沿线国家的基础设施水平和为中国企业构造独特优势的路径,促进中国对其投资的增加。最后,为了保障研究结果的可信度,本文还通过共同趋势假设检验、单差法以及使用对外投资存量作为因变量等方法进行模型适用性检验和稳健性检验,检验结果均佐证了本研究的模型适用性和结论可靠性。

在“一带一路”倡议背景下,构建“双循环”新发展格局对我国对外开放路径形成了有效参考。引导国内的产能向沿线国家有效释放,同时进一步地缓解了国内的产能压力,形成内部的良性竞争互动,同时加速我国经济的高质量发展,对企业转型和生产升级带来机遇,提高了我国产业的核心竞争力,最终形成区域内外的经济深度融合。加强与沿线国家合作的广度与深度,提升多边的政治互信,资源技术的互通,让更多的资本走出去,让更好的技术与资源引进来。基于以上研究结论,结合“一带一路”倡议宗旨,本文提出以下政策建议:

第一,加强经济体的政策沟通协作,维护政治稳定,推进高层战略对接。在当前美国对中国的定位由“竞争合作伙伴”转向“战略竞争对手”的背景下,增强与沿线国家在政治和社会方面的沟通交流,推动实现“一带一路”倡议与沿线国家战略对接、优势互补。如俄罗斯的“大欧亚伙伴关系”倡议,顶层设计先行,完善相关应急机制、预警机制和风险评估机制,提高中国经济发展的潜力和抗风险能力,减少与美关系恶化所带来的负面影响。通过政策支持,加强对低人均GDP、高GDP增长率、高通胀率的新兴发展中国家进行投资,加快生产要素流转、人员与技术的沟通,提升投资效应。

第二,根据经济体的发展异质性,加快互联互通,阶段性推进合作进程。面对目前“一带一路”倡议投资效应区域分化和特征分化的现状,中国政府应加强与中西亚、新亚欧经济走廊的政策沟通。针对企业投资经营面对的汇率不稳、政局混乱等风险和融资渠道狭窄、信息不畅、配套服务不完善等重点问题,与沿线国家进行双边重点磋商合作,将合作落到实处。在现有对沿线新兴发展中国家投资的基础上,加强对对外投资企业从投资到经营的全周期,尤其是投资后经营阶段的服务,保证投资互惠互利、收益可期、风险可控、长久持续。

第三,积极推进基建先行,持续发力,强化中国企业在沿线国家的战略优势。基建合作和政策沟通有效提升了“一带一路”沿线国家的投资环境,促进了中国企业在沿线国家投资经营的独特优势和前期积累的形成。基础设施建设提升了沿线国家的互联互通的效率。区域合作应该由点到面,形成辐射合作的战略思路。从单个企业到全产业链、单一经营阶段到全生命周期的模式,完成从点到线再到面的投资布局,增强投资阶段的先行者牵引力和生产经营阶段的相互促进作用,利用现有重大基建项目的影响力和当地华商投资网络,逐渐完善东道国中国企业商会、投资服务机构的职能,形成更有利的投资和经营环境。